임명/선출/지명자
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→
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의견 성향
전분야 (비재산권 분야 + 재산권 분야) 정치적 성향
통제 변수
성장 특성
성별 출생지 출신 고등학교
출신 대학교 학부 전공
경력 특성
전직 판/검사 경력 로펌 근무 경력
시간 특성
나이 근속년수
재판 특성
종국결정 연도 재판당시 재판‘장’ 여부
제3절 연구의 분석틀과 가설의 설정
1.연구의 분석틀
본 연구에서는 헌법재판관의 속성이 의견 성향에 미치는 영향을 분석한 다.따라서 <그림2>과 같이 연구의 분석틀을 제시한다.즉,경력특성, 시간특성,사건특성의 범주에 해당하는 변수들을 통제한 상태에서 임명 특성이 의견에 미치는 영향을 실증연구를 통해 분석하는 것이다.또한 전체 위헌법률심판,비재산권 위헌법률심판,재산권 위헌법률심판으로 분 야를 나누어 분석한다.
<그림2> 연구의 분석틀
2.가설 설정
본 연구의 종속변수는 판결 성향이며 이는 위헌성 의견과 합헌성 의견 의 이분형 범주로 구분된다.위헌성 의견은 위헌 의견,한정위헌 의견, 헌법불합치 의견을 말하며,합헌성 의견은 합헌 의견,한정 합헌 의견을 말한다.
법률이 국민의 기본권을 침해하여 헌법원칙에 위배되느냐가 문제되는 위헌법률심판에서 위헌성 의견은 법률이 헌법에 위배되어 폐지하여야 한 다는 의견이므로 국민의 기본권의 범위를 넓게 파악하고 법적 안정성의 범위를 좁게 파악한다고 볼 수 있다.반대로 합헌성 의견은 법률이 헌법 에 위배된다고 볼 수 없어서 존속시켜야 한다는 의견이므로 국민의 기본 권의 범위를 좁게 파악하고 법적 안정성의 범위를 넓게 파악한다고 볼 수 있다.그런데 법적 안정성은 현 사회 질서를 유지하고자 하는 보수적 가치와 연결된다고 볼 수 있다.
이러한 추론을 토대로 헌법재판소 재판관의 속성이 의견 성향에 미치는 영향에 대해 가설을 설정하려고 한다.구체적으로 다음과 같다.
1)가설1:임명특성이 의견 성향에 영향을 미칠 것이다.
가설1-1:재판관의 보수성은
재판관의 위헌성 의견 표시에 부의 효과를 미칠 것이다.
Tate(1981)의 연구에 의하면 미국 연방대법원 대법관이 민주당원이라는 속성은 진보적 판결 성향과 정의 관계에 있다. Tate& Handberg(1991) 에서도 이러한 결과는 유지된다.Segal,Epstein,Cameron & Spaeth (1995)역시 연방 대법원 대법관의 이념적 가치관과 판결성향이 정의 관 계에 있음을 밝혔다.우리나라의 헌법재판소 재판관은 정당에 가입하거 나 정치에 관여할 수 없다.9)따라서 가입정당을 통해 직접적으로 정치적 성향을 파악할 수는 없다.그러나 재판관을 임명/선출/지명한 자는 자신 의 이념적 가치관에 부합하는 재판관을 선택할 것이기 때문에 이를 재판 관의 정치적 성향의 대리변수로 삼을 수 있다.즉 재판관을 임명/선출/
지명한 자가 보수적 성향이라면 임명/선출/지명된 재판관도 보수적 성향 일 것이고 이는 위헌성 의견의 표시와 부의 관계에 있을 것이다.
가설1-2:재판관이 국회에 선출에 의해 임명된 특성은 재판관의 위헌성 의견 표시에 부의 효과를 미칠 것이다.
Tate(1981)는 린든존슨 대통령에 의해 임명된 대법관은 시민적 기본권 분야 판결에서 진보적 판결을 내리는 비율이 높고,트루먼 대통령에 의 해 임명된 대법관은 경제적 기본권 분야 판결에서 진보적 판결을 내리는 비율이 낮음을 밝혔다.이에 따르면 임명기관은 재판관의 판결 성향에 영향을 미치는 변수이다.특히 우리나라 헌법재판소 재판관 9인은 온전 히 대통령의 의지에 의해 임명되는 3인,국회 추천에 따라 대통령이 임 명하는 3인,대법원장 지명에 따라 대통령이 임명하는 3인으로 구성된다 는 점에서 이에 따른 판결 성향의 차이를 분석할 필요성이 크다.
9) 헌법 제112조 ②항
잠정적 가설에 따르면 국회에 의해 선출된 재판관은 위헌성 의견을 적 게 표시할 것이다.왜냐하면 위헌성 의견은 국회가 입법한 법률을 폐지 하는 의견이기 때문이다.
2)가설2:재판관의 임명에 관련한 속성이 의견에 미치는 영향은 재산권 분야보다 비재산권 분야에서 더 클 것이다.
전술한 바 미국 연방대법원 데이터베이스에서 구분하고 있는 것처럼, 재판관의 속성이 의견에 미치는 영향은 재산권 분야와 비재산권 분야에 서 다르게 나타날 것이다.
비재산권 분야에서 대립하는 가치는 국가의 공권력과 국민의 기본권이 다.위헌법률심판에서는 법률을 유지시키고 국민의 기본권을 제한하느냐 법률을 폐지시키고 국민의 기본권을 옹호하느냐의 문제로 나타난다.따 라서 가설1의 가정이 상대적으로 더 잘 들어맞을 것이다.
그런데 조세를 비롯한 재산권 분야에서는 단지 국가 공권력과 국민의 기본권간의 대립이 아니라 국민 간의 대립이 문제될 수 있다.다른 기본 권과 달리 재산권은 유한하면서 유동성이 있다는 특징이 있어서,특정 집단의 편익이 다른 집단의 부담이 될 수 있기 때문이다.따라서 재산권 위헌법률심판에서는 위헌성 의견/합헌성 의견이 갖는 의미가 비재산권 영역에 비해 복잡하기 때문에,재판관의 속성이 의견 성향에 미치는 영 향도 비재산권 영역에 비해서 약하게 나타날 것이다.
제4절 분석방법
1.교차 분석
본 연구에서는 회귀분석을 하기에 앞서 범주형 변수 간 교차 분석을 통 해 헌법재판관의 속성과 의견 성향 간의 관계를 개략적으로 알아보았다.
피어슨-카이제곱 검정(chi-squaretest)과 로그 우도비 카이제곱 검정을 통해서 유의수준에서 독립성의 귀무가설을 기각하고 연관성을 인정할 수 있을지를 판정하였다. 통계 프로그램 Stata SE 12의 tabulate,chi2 lrchi2명령어를 통해 교차 분석하였다.
2.상관 분석
회귀분석을 하기에 앞서 연속형 변수간 상관분석을 하기로 한다.상관 분석은 두 변수간에 대략적으로나마 관련성이 있는지 분석해 봄으로써 이후 회귀분석과 같은 다변량 분석의 기초가 되나 혼란 변수 (comfounding variable)를 통제하지 않아 엄밀한 의미에서의 상관성을 분석하는 데는 한계가 있다.상관계수의 산출은 통계 프로그램 StataSE 12에서 prcorr명령어를 이용하였다.
3.로지스틱 회귀분석
로지스틱 회귀분석(logisticregression analysis)은 사회과학의 여러 분 야에서 많이 활용되는 기법으로 종속변수가 이분형 변수인 경우에 사용 된다.독립변수의 종류는 상관이 없다.주어진 독립변수로부터 종속변수 를 예측하고자 한다는 점은 로지스틱 회귀모형은 선형 회귀모형이 같다.
그러나 선형회귀분석이 주어진 독립변수로부터 종속변수의 평균값을 예 측하는 것이라면,로지스틱 회귀분석은 주어진 독립변수로부터 종속변수 의 두 범주 중 어느 하나의 확률을 예측하는 것이라고 볼 수 있다.
회귀계수의 산출은 통계 프로그램 StataSE 12에서 logit명령어를 이 용하였다.
제5절 분석모형
본 연구는 헌법재판소 재판관의 개인적 속성이 의견 성향에 미치는 영 향을 로지스틱 회귀분석 방법을 이용하여 분석하고자 한다.이에 따라 종속변수를 이분형 변수로 위헌성 의견을 표시하는 것에 1,합헌성 의견 을 표시하는 것에 0을 부여한 후 회귀식이 구해지면 특정한 속성을 가진
헌법재판소 재판관이 위헌성 의견을 표시할 확률(또는 합헌성 의견을 표 시할 확률)을 추정할 수 있다.
우선 본 연구의 개인적 속성을 독립변수로 갖는 회귀모형은 <식 1>과 같다.
<식 1>
E(P)=α +β X +β X +… +β X
E(P)=위헌성 의견을 낼 확률 X =개인적 속성
α =상수 β =회귀 계수
여기에서 E(P)의 범위를 0에서 1사이에 두기 위해서 자연상수를 활용 하면 <식 2>와 같다.
<식 2>
E(P)=e^(α +β X +β X +… +β X )/ 1+e^(α +β X +β X +… +β X )
이 식을 변형하면 <식 3>과 같다.
<식 3>
P/(1-P)=e^(α +β X +β X +… +β X )
마지막으로 이 식의 양변에 로그값을 취하면 <식 4>의 모형이 된다.
<식 4:로지스틱 회귀모형>
ln[P/(1-P)]=α +β X +β X +β X +… +β X
여기서 ln[P/(1-P)]와 독립변수 X ,X ,X … X 은 선형관계이 다.그리고 P/(1-P)는 바로 승산비(oddsratio)로서 위헌성 의견을 낼 확 률과 합헌성 의견을 낼 확률간의 비율이다.
로지스틱 회귀계수(β ,β ,…,β )가 양수이면 승산비가 1보다 큰 수가 되고 승산에 대하여 正의 효과(positiveeffect)가 있다.반대로 X 의 로지스틱 회귀계수가 음수이면 승산비가 0과 1사이의 수가 되고 승 산에 대하여 不의 효과(negativeeffect)가 있다.
의견 성향
(votedirection) 의견 빈도수 백분위 누적 백분위
합헌성
(0) 674 44.11 44.11
위헌성
(1) 854 55.89 100
합계 1,528 100
제I V장 분석결과
제1절 기초통계량
1.종속변수의 기초통계량
종속변수인 헌법재판소 재판관의 ‘의견 성향’은 다음과 같다.
<표14> 헌법재판소 재판관 의견 성향 분포 (전체)
의견 성향
(votedirection) 의견 빈도수 백분위 누적 백분위
합헌성
(0) 510 42.08 42.08
위헌성
(1) 702 57.92 100
합계 1,212 100
의견 성향
(votedirection) 의견 빈도수 백분위 누적 백분위
합헌성
(0) 164 51.90 51.90
위헌성
(1) 152 48.10 100
합계 316 100
<표15> 헌법재판소 재판관 의견 성향 분포 (비재산권)
<표16> 헌법재판소 재판관 의견 성향 분포 (재산권)
현재 재임 중인 헌법재판소 재판관을 포함한 역대 재판관은 모두 46명 이다.46명의 재판관은 본 연구의 대상인 위헌법률심판 171건 동안 모두 1,528개의 의견을 표시했으며 그 중 합헌성 의견이 674개,위헌성 의견이 854개(55.89%)이다.
본 연구의 대상인 위헌법률심판 171건 중 비재산권 쟁점의 위헌법률심 판은 136건이다.46명의 재판관은 비재산권 쟁점의 위헌법률심판 136건 동안 1,212개의 의견을 표시했으며 그 중 합헌성 의견이 510개,위헌성 의견이 702개(57.92%)이다.
재산권 쟁점의 위헌법률심판은 나머지 35건이다.46명의 재판관은 재산 권 쟁점의 위헌법률심판 35건 동안 316개(48.10%)의 의견을 표시했으며